Efectos de los ciclos de crédito en México sobre la tasa de ahorro ...

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Fernando AportelaCuadro 3. 1994-1996: Análisis Probit de indicadores de accesoal crédito variable dependiente igual a 1 si el hogar tieneuna tarjeta de crédito a, b(errores estándares en paréntesis)1994-1996 1994 1996Dummies de ingresopor miembro:1 a 2 salarios mínimos 0.103 0.107 0.102(0.006) (0.009) (0.008)2 a 5 salarios mínimos 0.315 0.376 0.253(0.011) (0.015) (0.015)5 a 10 salarios mínimos 0.558 0.644 0.455(0.022) (0.028) (0.035)Más de 10 salarios mínimos 0.695 0.780 0.519(0.030) (0.030) (0.063)N 22 722 10 869 11 853Chi-Cuadrada 2 451.4 1 459.0 919.9a Los coeficientes reportan el cambio discreto en la probabilidad de que el hogar cuente conuna tarjeta de crédito. Las regresiones incluyen una constante y las dummies de niveles deingreso por miembro, pero no otras covariables.b Los estimados fueron hechos después de eliminar valores extremos para la tasa de ahorro.Específicamente, las tasas de ahorro se restringieron al intervalo –100 por ciento a 100 porciento. Se impusieron valores de ingreso mínimos y un rango en la edad del jefe del hogar.dichos servicios a este tipo de hogares. 17 Lo anterior es evidencia de queel acceso al sistema financiero, y específicamente al crédito, dependesignificativamente del nivel de ingreso de cada hogar. Este tipo de fragmentaciónimplica que los efectos de los ciclos de crédito deben ser demayor magnitud para los hogares con ingresos más altos.Sin embargo, no es posible descartar diferencias en las preferenciasde los hogares por distintos instrumentos de ahorro con base enese tipo de fragmentación. Es probable que parte del estrato de bajosingresos no utilice tarjeta de crédito simplemente porque sus preferenciasson distintas de las de individuos que tienen un mayor ingreso. 18Bajo diferentes preferencias, los coeficientes obtenidos a través de lasregresiones Probit resultarán sesgados por variables no observables.17 Éste es el caso de préstamos pequeños y cuentas de ahorro con bajos saldos. Mansell(1995) documenta que antes de 1994 la cuenta de ahorro representativa ofrecida por la bancacomercial en el país era demasiado cara, en términos de comisiones y bajos rendimientos, paralas personas de menores ingresos.18 Asimismo, este tipo de fragmentación no capta cambios en las preferencias a través deltiempo.182
Efectos de los ciclos de crédito en MéxicoLa disponibilidad de servicios financieros no es universal. En lascomunidades pequeñas generalmente son nulos, lo cual es más evidenteen países menos desarrollados dadas las grandes diferencias queexisten entre las comunidades rurales y las urbanas. La falta de accesoal sistema financiero, debido a la ubicación de los hogares, es el segundotipo de fragmentación que aquí se estudia. Para el caso de México,Mansell (1995) menciona que, antes de 1994, sólo los hogares enáreas urbanas tenían acceso al crédito y a cuentas de ahorro en algunainstitución bancaria. Dicha autora describe que el acceso era muchomás restringido en las áreas rurales relativamente más pobres. 19Con base en los datos del Censo de Población de 1990 y de losCensos Económicos de 1989, así como del Conteo de Población de 1995y de los Censos Económicos de 1998, fue posible construir índices decorrelación entre la proporción de la población de cada estado localizadaen áreas rurales y la disponibilidad de servicios financieros. Además,se calcularon índices de correlación entre la proporción de comunidadesrurales en cada uno de los estados y la disponibilidad de serviciosfinancieros.Para este ejercicio, las comunidades rurales fueron definidas comoaquellas con una población menor a 15 000 personas. 20 En el cuadro 4se muestran los índices de correlación para la mayor parte del periodode análisis. Al inicio de los noventa, la correlación entre el número deunidades financieras 21 en los estados y la proporción de población ruralen los mismos fue negativa, –0.58. Por su parte, la correlaciónentre la proporción de empleados en servicios financieros (como porcentajedel total de empleados) y la proporción de la población ruralarrojó un coeficiente de –0.85. Ambos coeficientes resultaron significativosal 1 por ciento.También para el periodo 1989-1992, la correlación entre la proporciónde comunidades rurales en los estados y el número de unidadesbancarias en los mismos fue de –0.76. La correlación entre el porcentajede comunidades rurales y la proporción de empleados bancarioscon respecto a los empleados totales fue –0.70. Los dos índices fueronsignificativos al 1 por ciento.19 La autora también encuentra que los residentes en áreas rurales enfrentan costos significativospara tener acceso al sistema financiero, ya que tienen que viajar distancias considerablespara acudir al banco. Generalmente este costo no es trivial.20 El ejercicio se realizó también considerando como comunidades rurales a aquellas conpoblación menor a 50 000 habitantes. Los índices de correlación obtenidos fueron similares enmagnitud y en grado de significancia.21 Unidades financieras se refiere principalmente a sucursales bancarias, de banca dedesarrollo y de aseguradoras con atención directa al público.183
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